做上司的“意中人”：负担还是赋能？追随原型−特质匹配的双刃剑效应*

彭 坚 王 震

(1广州大学工商管理学院, 广州 510006) (2中央财经大学商学院, 北京 100081)

1 引言

在“人治主义”色彩浓厚的华人组织中, 下属(Follower)能否获得职业发展, 很大程度上取决于能否受到领导(Leader)的青睐。正因如此, 下属通常希望自己的工作表现能够契合领导的“心意”, 成为领导的“意中人”。然而, 在成为领导的“意中人”之前, 他们需要了解领导心目中理想下属的标准, 即领导的内隐追随(Implicit Followership Theories)。内隐追随是个体历经社会化后, 形成的一套对下属(或追随者)的角色预期, 包含追随原型(Prototype)和反原型(Anti-prototype)两种(Sy, 2010)。其中, 追随原型表征了个体对下属的一种积极预期(彭坚,王霄, 2016), 如期望下属在工作上表现勤勉, 在状态上充满热忱, 在品德上是位好公民(王震, 彭坚,2017)。追随原型具有识别功能, 即一个与下属实际特质(下文称为追随特质)进行自动匹配的过程, 其目的在于区分、识别出理想下属(Epitropaki, Sy,Martin, Tram-Quon, & Topakas, 2013)。基于该功能,当下属的追随特质契合领导的追随原型时, 说明下属的实际表现满足了领导对其的角色要求, 继而实现了领导−下属之间的互补性匹配(Complementary Fit)。有鉴于此, 新近研究开始以互补性匹配为视角,探究追随原型−特质匹配产生的作用功效。结果发现, 在追随原型−特质匹配的情况下, 下属将在领导心目中留下良好印象, 从而为自己赢得工作资源,产生积极心理体验(van Gils, van Quaquebeke, &van Knippenberg, 2010)。由此可见, 追随原型−特质匹配很可能是工作幸福感的一个重要源泉。然而,现实总是如此吗？换句话说, 越契合领导的理想标准, 下属真的就越感到幸福吗？

就上述问题, 一些学者陆续指出了追随原型−特质匹配的潜在负面影响。例如, 彭坚、冉雅璇、康勇军和韩雪亮(2016a)研究发现, 契合原型的下属会得到更多授权, 更高的绩效期望。然而, 在追求绩效目标的过程中, 下属需要提升努力意识, 应对超负荷的工作, 这在一定程度上对下属的心理幸福造成了潜在威胁(Jensen, Patel, & Messersmith,2013)。基于此, 彭坚等(2016a)进一步指出, 身为“意中人”的下属可能会产生心理紧张和情绪枯竭,并建议未来研究对此进行检验。此外, Wang和Peng(2016)也从思辨的角度提出, 在追随原型−特质匹配情况下, 下属需要承受更高的工作要求, 这容易引发资源损耗。鉴于此, 在探讨追随原型−特质匹配对工作幸福感的影响时, 需要同时考虑积极面与阴暗面, 以帮助我们从均衡视角建构对追随原型−特质匹配的理解。

工作要求−资源(Job Demand-Resource; JD-R)模型为整合追随原型−特质匹配的积极面和阴暗面提供了一个有力的解释框架。JD-R模型将工作特征划分为工作要求和工作资源 (Demerouti, Bakker,Nachreiner, & Schaufeli, 2001)。其中, 工作要求不断消耗个体的精力, 对工作幸福感产生负面影响;工作资源则为个体提供能量补给, 有利于提升工作幸福感。鉴于领导−追随双方的角色互动(如角色授予和期望满足)决定着组织中的工作要求与资源的分配(Jiang, Law, & Sun, 2014), 本文认为追随原型−特质匹配会通过工作要求、工作资源两条路径对下属的工作幸福感产生不同影响。针对工作要求路径, 本文选择了工作负担(Workload)来表征“远离幸福的负担之路”。在工作互动中, 领导往往会依据下属的角色扮演情况来决定是否继续任命, 倘若下属的角色扮演能够满足领导的角色期望, 领导会继续授予其新的任务, 乃至委以重任(Graen & Scandura,1987)。由此可见, 面对“称心如意”的下属, 领导最直接的反应是授予其更多的任务(Wang & Peng,2016); 这些不断增加的工作任务则会让下属陷入工作负担的处境, 不断消耗下属的心理资源, 最终危及下属的工作幸福感(Alarcon, 2011)。针对工作资源路径, 本文选择自我效能(Self-Efficacy)来表征“迈向幸福的赋能之路”。追随原型−特质匹配本质上是一种以识别与分类为主的认知加工过程, 这个认知过程会相应地激活领导和下属的认知反应(Epitropaki et al., 2013)。具体而言, 在追随原型−特质匹配情况下, 下属会因为成功满足领导的期望而展现出工作信心, 对自己的工作能力形成一种胜任感知。自我效能作为一种非常重要的认知资源, 能够有效地帮助个体应对工作中的困难与挑战, 使个体在工作中感到幸福。综上, 本文主要目的在于探讨“意中人”的代价与收益, 具体为：追随原型−特质匹配能否通过工作负担和自我效能两个不同的中介机制来影响工作幸福感。

关于工作幸福感的衡量, 本文依据 Koopman,Lanaj和Scott (2016)的建议, 聚焦在情绪枯竭、情感承诺和工作满意度。从内涵来看, 这3个指标较为契合工作幸福感的内涵特征, 即个体对工作或生活中重要方面的主观情感评价。在工作场所, 这种情感评价很大程度上体现在情绪枯竭(情绪资源过度消耗引发的疲惫不堪、精力丧失等持续性情绪紧张状态; Maslach, Schaufeli, & Leiter, 2001)、情感承诺(个体对组织的依恋、认同和卷入程度; Meyer,Allen, & Smith, 1993)和工作满意度(对工作特点进行认知评估后而产生的积极工作态度; Cammann,Fichman, Jenkins, & Klesh, 1983)三个方面。这3个指标在以往研究中经受住了内部一致性信度、内容效度和校标关联效度的检验(e.g., Koopman et al.,2016), 是衡量工作幸福的理想指标。

2 理论与假设

2.1 追随原型与追随特质：区别与联系

内隐追随是一种关于下属角色的认知结构, 主要反映了一种关于“下属角色应当具备什么特质”的预期, 其核心维度是追随原型, 即个体对下属的一种积极预期(彭坚, 王霄, 2015; 王震, 彭坚,2017)。与认知层面的追随原型不同, 追随特质属于实际追随力(Actual Followership)的范畴, 是指下属在追随过程中表现出来的真实的、客观的、能被直接观察的心理品质(彭坚等, 2016a)。追随特质同样具有积极和消极两种属性。依据以往研究的做法(彭坚, 王霄, 冉雅璇, 韩雪亮, 2016b), 本文聚焦在追随特质的积极属性——卓越的工作能力, 积极的情感特质和高尚的道德特质。

在概念上, 追随原型与追随特质既相互区分,又相互联系。具体而言, 追随原型具有识别功能。凭借该功能, 领导会将心目中的追随原型与下属的追随特质进行匹配, 以形成对下属的印象(Epitropaki et al., 2013; Sy, 2010)。目前, 不少学者围绕追随原型的识别功能, 从积极心理学视角发现,“领导的追随原型”与“下属的追随特质”越匹配, 下属越能够满足领导的要求与标准, 这不仅有利于上下级之间信任和关系的发展(van Gils et al., 2010),还能够激发领导的仁慈行为和授权行为 (Wang &Peng, 2016; 彭坚等, 2016a)。不同于以往研究仅聚焦在积极面, 本文引入 JD-R模型, 从一个均衡的视角来揭示追随原型−特质匹配的双刃剑效应, 即意中人的负担之路和赋能之路, 研究模型如图1所示。

图1 基于JD-R模型的追随原型−特质匹配影响工作幸福感的理论框架

2.2 “意中人”的负担之路：追随原型−特质匹配、工作负担与工作幸福感

工作负担是个体对工作要求范围的一种感知(Spector & Jex, 1998), 通常包括工作数量、工作时长和工作速度等方面的要求(Baer et al., 2015)。当工作负担较高时, 个体不仅需要承受超出预期的工作数量, 还需要长时间地付出各种资源来完成规定的任务。因此, 工作负担通常被视为一种工作压力,并与心理问题、消极态度相联系。例如, Ilies,Dimotakis和 De Pater (2010)发现工作负担会让员工情感苦恼(Affective Distress)和血压升高, 进而导致情绪紧张(Emotional Distress)和情绪枯竭。最近,Ogbonnaya, Daniels和Nielsen (2017)发现工作负担会降低员工对组织的承诺水平和对工作的满意程度。由此可见, 个体在应对高强度的工作负担时,需要付出比以前更多的努力, 这会消耗大量的心理能量和身体精力, 导致情绪衰竭, 情感承诺降低和工作满意度下降。

在工作场所中, 领导作为下属获取工作信息的重要来源之一, 其与下属的角色互动在很大程度上影响着下属对工作特征的感知(Smircich & Morgan,1982; 蔡亚华, 贾良定, 万国光, 2015)。具体而言,领导凭借其地位与权力, 通常是一名角色发送者,如向下属提出角色要求并视下属表现来决定后续的角色授予(Graen & Scandura, 1987)。倘若下属表现能够达到领导的要求, 领导则会信任下属(van Gils et al., 2010), 并会继续授予其更多的角色任命(Baer et al., 2015)。循此逻辑, 当下属的追随特质符合领导心目中的追随原型, 成为领导的“意中人”后,领导会继续授予其更多的工作任务。例如, 彭坚等(2016a)发现, 在下属的追随特质与领导的追随原型相契合的情况下, 领导会将责、权下放给下属,并鼓励其参与决策。这些举措虽然能够提高下属的工作动机, 但同样扩大了下属的工作范围, 增加了工作数量(Morrison, 1994)。此时, 下属不仅要负责常规工作, 还要参与到更多的组织事务中(Cheong,Spain, Yammarino, & Yun, 2016)。长期下去, 契合领导心目中追随原型的下属将在工作中承担更广的工作内容、更多的工作数量, 继而陷入工作负担的处境。

如前所述, 在追随原型−特质匹配情况下, 领导会让下属承担大量工作任务。超负荷工作既会给下属带来角色压力和心理紧张(Cheong et al., 2016),又要求下属在工作中付出更多的时间和精力, 容易过渡损耗个人资源(Spector & Jex, 1998), 继而损害了工作幸福感。目前尽管没有针对这一关系的直接检验, 但一些实证研究为追随原型−特质匹配的负担效应提供了间接证据。综上, 追随原型−特质匹配会增加下属的工作负担, 进而诱发情绪枯竭, 降低情感承诺和工作满意度。

H1：追随原型−特质匹配会增加下属的工作负担, 进而降低其工作幸福感, 如高情绪枯竭(H1a)、低情感承诺(H1b)和低工作满意度(H1c)。

2.3 “意中人”的赋能之路：追随原型−特质匹配、自我效能与工作幸福感

自我效能是个体对自身能力的一种自信程度,具体表现为：个体在多大程度上相信自己能够成功执行任务并取得预期成果(Bandura, 1986)。自我效能作为一种积极心理资源, 一方面能够激发个体的工作动机, 使其在工作中获取新资源, 保持高能量水平; 另一方面能够帮助个体调节自身的认知与行动, 如在面对工作难题时充满自信, 相信自己能够克服难题并愿意为之付出努力(McNatt & Judge,2008)。因此, 高自我效能通常有助于个体形成积极的工作态度和情感。例如, Schwarzer和 Hallum(2008)发现自我效能与情绪枯竭的负向关系。Klassen和 Chiu (2010)提出, 自我效能不仅与压力感知呈负相关, 还能提升工作满意度。李超平、李晓轩、时勘和陈雪峰(2006)发现自我效能正向预测员工的情感承诺。可见, 自我效能是影响员工幸福感的重要因素。

既然自我效能有利于提升工作幸福感, 那么如何才能增强自我效能？依据Bandura (1986)的观点,成功经验、言语鼓励和情感支持是增强个体自我效能的重要因素。在成功经验方面, 当下属的追随特质契合领导的追随原型时, 说明下属的工作能力、情感特质和道德特质都达到了领导的预期(Wang &Peng, 2016), 这对于下属而言, 是一种实现角色期望的成功经验, 能够强化其对自身能力的信心。在言语鼓励方面, 契合原型的下属, 凭借过去成功的角色互动经历, 会使领导对其形成高绩效信心(彭坚等, 2016a)。这种高绩效信心通常以一种鼓励性言语的方式传达给下属, 使下属更加坚信自身具备完成特定任务所需的能力, 并愿意为之付诸行动(Eden, 1992)。在情绪支持方面, 身为“意中人”的下属能够与领导发展出社会情感型交换关系(van Gils et al., 2010), 并从中获得更多的情绪支持, 继而增强自我效能。综上, 在成为领导的“意中人”后, 下属能够形成高水平的自我效能, 而自我效能帮助个体在工作中获取资源, 取得成就, 进而收获工作幸福感, 如高情感承诺、高工作满意度、低情绪枯竭。

H2：追随原型−特质匹配会增加下属的自我效能, 进而增强其工作幸福感, 如低情绪枯竭(H2a)、高情感承诺(H2b)和高工作满意度(H2c)。

3 程序与方法

3.1 研究对象与程序

依据以往研究(e.g., Matta, Scott, Koopman, &Conlon, 2015)的做法, 本研究从社交网络(微信)中招募研究被试, 并邀请被试招募其上司共同参与本次调查。在招募行动之前, 本研究组建了一支宣传小组, 第一周负责在微信朋友圈发布招募信息, 第二周则主动邀请微信好友参与研究。为了保证样本的质量, 招募的被试必须具有正式的全职工作身份,以及其上司愿意一同参加本次调查。通过为期两周的招募, 一共有204对上下级同意参加本次调查。在正式调查之前, 我们首先对所有被试进行了编号,每个编号对应一个问卷网页。在正式施测过程中,我们采用微信软件, 将问卷的网络地址推送给被试,要求被试在当天完成填答。在第一阶段, 我们向204对上下级发送了问卷网页地址, 除填写人口学信息外, 还需领导评价其追随原型, 下属评价其追随特质, 最终有效回收 171份配对数据, 有效回收率为83.82%。两个月后, 我们向完成第一阶段调查的171对上下级再次推送问卷调查。此次需要领导评价下属的工作负担, 下属则评价其自我效能、情绪枯竭、情感承诺和工作满意度, 最终有效回收132份配对数据, 有效回收率为77.19%, 涉及的行业主要包括：互联网、金融、通讯、教育、医药、房地产和制造业等。

在领导样本中, 男性占51.50%, 研究生及以上学历占 45.50%, 平均年龄为 31.12(

SD

=5.88), 平均任职时间为3.42年(

SD

=3.40)。在下属样本中,男性占 40.20%, 研究生及以上学历有 40.90%, 平均年龄为 26.01(

SD

=3.12), 平均上下级共事时间为1.46年(

SD

=1.13)。此外, 本研究对样本流失情况进行了分析, 发现流失样本与保留样本在性别(

t

=−0.17,

ns

;

t

=−1.51,

ns

)和年龄(

t

=0.65,

ns

;

t

=0.36,

ns

)上并不存在显著差异, 这说明流失的样本尚未引起严重的样本偏差。

3.2 测量工具

变量的测量采用李克特 7点计分, 从“1”到“7”分别表示发生频率或符合程度由低到高。

追随原型−特质差异：本研究分别测量领导的追随原型、下属的追随特质, 并采用两者差值的绝对值来衡量匹配情况。追随原型采用Sy (2010)编制的量表。在指导语部分, 要求被试(领导)评价 9个积极词汇(如忠心耿耿)在多大程度上符合其心目中期望的下属特征。该量表的 Cronbach’s α系数为0.89。依据彭坚等(2016a)的做法, 同样采用 Sy(2010)量表中的 9个积极词汇来测量追随特质, 但指导语要求被试(下属)评价这些词汇在多大程度上符合其自身的实际情况。该量表的Cronbach’s α系数为0.92。

工作负担：采用Spector和Jex (1998)开发的量表, 共5个条目, 如“该下属承担的工作量非常大”。在本研究中, 该量表的Cronbach’s α系数为0.84。

自我效能：采用Spreitzer (1995)心理授权量表中的的自我效能分量表, 共3个条目, 如“我对自己完成工作的能力非常有信心”。在本研究中, 该量表的 Cronbach’s α 系数为 0.87。

情绪枯竭：采用工作倦怠量表(Schaufeli, Leiter,Maslach, & Jackson, 1996)中的情绪枯竭分量表, 共5个条目, 如“工作让我有快要崩溃的感觉”。在本研究中, 该量表的Cronbach’s α系数为0.93。

情感承诺：采用Meyer等(1993)编制的情感承诺量表, 共6个条目, 如“我强烈感觉自己属于这个组织(单位)”。在本研究中, 该量表的 Cronbach’s α系数为0.92。

工作满意度：采用组织评价问卷中的工作满意度量表(Seashore, Lawler, Mirvis, & Cammann,1982), 共 3个条目, 如“总而言之, 我对我的工作感到满意”。在本研究中, 该量表的Cronbach’s α系数为0.91。

控制变量：根据以往研究(van Gils et al., 2010),本研究将 LMX作为控制变量, 并采取 Graen和Uhl-Bien (1995)的7题量表。此外, 本研究还控制了上下级性别、年龄和学历差异(分数差值的绝对值)和共事时长。

4 研究结果

4.1 变量的区分效度

为了检验主要研究变量的结构效度和区分效度, 本文对追随原型、追随特质、工作负担、自我效能、情绪枯竭、情感承诺和工作满意度进行验证性因素分析。如表1所示, 与其他7个竞争模型相比, 七因素模型拟合最优, 这说明本研究中 7个变量具有良好的区分效度。

4.2 描述性统计与相关分析结果

由表 2可知, 追随原型−特质差异与工作负担呈显著负相关(

r

=−0.19,

p

< 0.05), 与自我效能呈显著负相关(

r

=−0.21,

p

< 0.05)。工作负担与情绪枯竭呈显著正相关(

r

=0.31,

p

< 0.001), 与情感承诺(

r

=−0.27,

p

< 0.01)、工作满意度(

r

=−0.25,

p

<0.01)呈显著负相关。自我效能与情绪枯竭的负相关不显著(

r

=−0.14,

ns

), 与情感承诺(

r

=0.32,

p

<0.001)、工作满意度(

r

=0.47,

p

< 0.001)呈显著正相关。

表1 验证性因素分析结果

表2 主要研究变量的均值、标准差和相关系数

4.3 假设检验

图2呈现了路径分析的结果。H1认为追随原型−特质匹配通过工作负担削弱工作幸福感。从图2中路径系数可知, 追随原型−特质差异负向预测工作负担(

b

=−0.20,

p

< 0.05), 这说明下属的追随特质越契合领导的追随原型, 下属的工作负担越重;工作负担正向影响情绪枯竭(

b

=0.35,

p

< 0.001),负向影响情感承诺(

b

=−0.27,

p

< 0.001)和工作满意度(

b

=−0.21,

p

< 0.01)。中介效应分析(表 3)结果显示, 追随原型−特质差异通过工作负担影响情绪枯竭、情感承诺、工作满意度的间接效应值分别为−0.07、0.05、0.04, 95%的置信区间分别为：[−0.162,−0.01]、[0.003, 0.119]、[0.001, 0.107], 均不包括 0。综上, 假设H1a、H1b、H1c都得到支持。H2认为追随原型−特质匹配通过自我效能提高工作幸福感。如图2中的路径系数所示, 追随原型−特质差异负向预测自我效能(

b

=−0.22,

p

<0.10), 这说明下属的追随特质越契合领导的追随原型, 下属的自我效能越高; 自我效能正向影响工作满意度(

b

=0.32,

p

< 0.001), 但与情绪枯竭(

b

=−0.01,

ns

)、情感承诺(

b

=0.13,

ns

)关系不显著。中介效应分析(表3)结果显示, 追随原型−特质差异通过自我效能影响工作满意度的间接效应值为−0.07,95%的置信区间[−0.192, −0.01]不包括 0; 然而, 追随原型−特质差异通过自我效能影响情绪枯竭、情感承诺的间接效应值分别为0.00和−0.03, 95%的置信区间都包括 0。综上, 假设 H2a、H2b未得到支持, H2c得到支持。

图2 路径分析结果

表3 中介效应检验结果

5 讨论

本研究基于JD-R模型, 探讨了追随原型−特质匹配(差异)对工作幸福感的影响, 尤其是赋能和负担这两个关键作用机制。通过这项探索, 本研究试图回答：对下属而言, “做上司的意中人”是负担还是赋能, 亦或两者兼有？采用问卷调查法, 对 132份两阶段的上下级配对数据进行路径分析, 发现“做上司的意中人”是一把双刃剑。具体而言, 领导的追随原型与下属的追随特质之间的差异逐渐变小时, 下属的工作负担随之加重, 进而诱发下属更高的情绪枯竭, 更低的情感承诺和工作满意度; 与此同时, 下属在工作中的自我效能将增强, 进而表现出更高的工作满意度, 但并不会提升情感承诺和降低情绪枯竭。

5.1 结果分析与理论意义

内隐追随作为组织行为学领域的一个新兴研究主题(祝振兵, 陈丽丽, 梁玉婷, 2017), 其与工作幸福感的关系在近年来得到一些学者的探讨(Epitropaki et al., 2013), 但学界至今对两者关系的认识还不充分。这具体表现为：以往研究主要关注了“积极面”, 认为追随原型−特质匹配时, 身为意中人的下属能够从领导身上获得更多的资源(van Gils et al., 2010), 在工作中产生更多积极体验。遗憾的是, 这些研究却忽视了光环的背后, 即意中人所需承担的工作负荷。本研究首次从实证角度检验了追随原型−特质匹配的潜在负面影响, 并发现：对下属而言, 追随原型−特质匹配具有一种负担效应, 表现为情绪枯竭的增加、工作满意度和组织承诺的减少。在本土管理情境下, 高权力距离的文化特征赋予领导更多权力, 这使得领导在很大程度上能够依据内心的标准来决定团队内的任务安排与资源分配(蔡亚华等, 2015)。因此, 作为领导的得力助手, “意中人”虽然可以享受内部人身份带来的心理资源(van Gils et al., 2010), 但同时也需承担大量工作任务, 被要求“做得更多”、“想得更多”、“担得更多” (Jiang et al., 2014)。在这种情形下, 高负荷的工作量会使下属出现资源损耗, 危及工作幸福感(Baer et al., 2005)。以上发现不仅回应了彭坚等(2016a)的“关注内隐追随消极面”的研究呼吁, 也证实了Wang和Peng (2016)关于“追随原型−特质匹配会给下属的工作幸福感带来潜在危害, 尤其是诱发情绪枯竭”的设想。

本研究不仅证实了追随原型−特质匹配的负担效应, 同样也证实了赋能效应, 即“做上司的意中人”能够增强自我效能, 进而提高工作满意度。正如Duong (2011)所发现, 领导的追随原型与变革型领导呈正相关, 而变革型领导会向下属表达信心、提供关怀和鼓舞, 这恰恰能够提升下属的自我效能。彭坚等(2016a)也发现, 当下属的追随特质契合领导的追随原型时, 领导会展现更多的授权赋能行为。因此, 本研究发现的追随原型−特质匹配与自我效能的正向关系与以往研究结论较为一致。然而,本研究中自我效能与工作幸福感的关系却并未完全与假设一致。具体而言, 虽然自我效能对情绪枯竭(

b

=−0.01,

ns

)、情感承诺(

b

=0.13,

ns

)的影响性质与假设相一致, 但这些影响的强度并未达到显著水平。造成上述结果的原因可能有两方面：从方法上讲, 由于工作负担和控制变量对情绪枯竭和情感承诺的影响较强, 这导致自我效能的影响效力被掩盖; 从理论上讲, 自我效能过高的个体可能会在工作中产生资质过高感, 这种情形下, 个体可能会安于现状而产生情感承诺, 亦或退出组织以寻求更好的发展。与这种猜想相一致, Wang和Xu (in press)基于中国样本的研究发现在控制了其他因素后, 员工的自我效能对情感承诺的影响也不显著, 但对离职意愿却有显著正向影响。这意味着, 那些对自我能力有积极评价的员工有可能为了谋求更好的发展, 不再依恋、认同当前组织, 而选择离开。

总起来看, 本研究将追随原型−特质匹配的积极面与阴暗面加以整合, 从两个功效相反的核心作用机制揭示了追随原型−特质匹配对工作幸福感的影响, 对内隐追随和工作幸福感研究领域具有一定贡献。具体来看, 追随原型−特质匹配能够通过负担机制影响三种工作幸福感, 而赋能机制只能提升一种工作幸福感。由此可见, 当上司的意中人可能更容易给下属造成一种心理负担。这应验了一句俗语“太沉重的爱是一种负担”, 并间接解释了为何心腹难当。然而, 追随原型−特质匹配对工作幸福感的最终影响取决于：负担和赋能两种机制谁占主导,即下属面临的是更多负担还是更多赋能。当追随原型−特质匹配时, 如果意中人只是被领导视为承担大量工作的最佳人选, 那么, 这种“意中人”的身份只会加剧心理负担, 诱发个体的资源流失并降低工作幸福感; 倘若意中人能够将这种身份视为一种成功经验, 且得到领导的言语鼓励和情绪支持时, 则会强化赋能机制, 获得资源补给并提升工作幸福感。概言之, “意中人”要想获得工作幸福感, 还需处理好工作负担, 并提升自我效能。

5.2 实践意义

本研究通过揭示追随−原型特质匹配对工作幸福感的双刃剑效应, 给组织管理提供以下启示。第一, 领导需要意识到意中人可能面临工作负担的局面, 并在布置任务或传达期望过程中, 注意下属的心理感受和承受能力。特别地, 领导需要有效地控制工作要求, 使其在下属可以承受的范围之内, 而不能一味地将大量工作托付给中意的下属。否则,工作负担将牺牲下属的幸福感, 并影响到后续的工作表现。严重的话, 下属可能因此离职, 从而使领导付出沉痛代价, 失去心腹。只有合理地给下属安排任务, 才能使下属在幸福状态中开展工作, 从而实现可持续性的工作产出。第二, 面对“称心如意”的下属, 领导应为其提供更多的工作资源, 赋予更多心理能量(邹艳春, 印田彬, 2017), 以开发下属的潜能, 留住心腹。例如, 领导可以向下属提供积极反馈, 尤其是当下属在工作表现上取得一定成就的时候, 多给予其认可与赞赏。此外, 领导也可以在下属执行任务过程中进行言语鼓励, 乃至为其提供情绪支持。通过这些举措, 逐渐强化下属自我效能,帮助下属更好地应对工作任务, 从而在工作中感到幸福。

6 不足与展望

本研究的不足主要表现在以下几个方面：首先,在研究方法上, 本研究采用下属招募上司的方法来获得配对样本, 不可避免地存在一些局限。建议未来研究可以通过实地调研的方式, 对本研究结果的重复性做进一步的探索。其次, 本研究虽然揭示了追随原型−特质匹配的双刃剑效应, 但尚未考虑调节机制。建议研究可以考虑一些组织情境因素(如组织公平、幽默; 成雨聪, 刘毅, 2017)能否在上述中介路径中发挥调节功效。例如, 在组织公平气氛下, 不论其是否身为领导的意中人, 下属的任务分配会相对合理、公平, 此时, 追随原型−特质给下属带来的主要是赋能而非负担。最后, 本研究主要关注的是追随原型−特质匹配对下属造成的影响, 而忽略了其对领导幸福感产生的影响。遇上达标的下属, 领导是否会体验到更多的积极情绪？亦或因为下属的出色表现而产生畏惧感, 害怕自身地位受到威胁？为了解决上述疑问, 建议未来研究可以进一步探讨追随原型−特质匹配对领导幸福感的影响。

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